Considere la posibilidad de un random $n+1$-dimensiones del vector de $v$. Cada una de las $v_1,\dots,v_n$ es igual a $1$ con una probabilidad de $1/2$ $-1$ con una probabilidad de $1/2$ de forma independiente. También nos hemos fijado $v_{n+1} = v_1$.
Ahora considere un random $n$-dimensiones del vector de $w$. Cada una de las $w_i$ es igual a $1$ con una probabilidad de $1/4$ $-1$ con una probabilidad de $1/4$ y es igual a $0$ con una probabilidad de $1/2$, todas las fincas de forma independiente.
Sabemos$$P\left(\sum_{i=1}^n v_i w_i = 0\right) = \sum_{k=0}^{\lfloor \frac n2 \rfloor}\frac{n!}{k!(n-2k)!k!}\left(\frac14\right)^k\left(\frac12\right)^{n-2k}\left(\frac14\right)^k \sim \frac{1}{\sqrt{\pi n}}.$$
Escribí el código de computadora para calcular las probabilidades exactamente para bajita $n$. Parece que numéricamente $$P\left(\sum_{i=1}^n v_{i+1} w_i = 0 \; \land \sum_{i=1}^n v_{i} w_i = 0\right) = \frac{\sum _{i=0}^{\lfloor n/2 \rfloor} {2(n-2i) \choose n-2i} {n \choose 2i} {4i \choose 2i}}{ 2^{3n - 1}}.$$
Esta igualdad verdadera y ¿cómo se podría demostrarlo?